第一节-方差分析的基本原理与步骤.docx

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A1A2表示第

A1

A2

表示第i个处理的平均数;

表示全部观

方差分析有很多类型,无论简单与否,其基本原理与步骤是相同的。本节结合单因素试验结果的方差分析介绍其原理与步骤。

一、线性模型与基本假定

假设某单因素试验有k个处理,每个处理有n次重复,共有nk个观测值。这类试验资料的数据模式如表6-1所示。

处理表6-1k个处理每个处理有n个观测值的数据模式

处理

观测值

x11 x12

x1j

x1n

x21 x22

x2j

x2n

xi1 xi2

xij

xin

xk1 xk2

xkj

xkn

xk.

AiAk合

Ai

Ak

表中 表示第i

表中 表示第i个处理的第j个观测值(i=1,2,…,k;j=1,2,…,n);

表示第i个处理n个观测值的和;

表示全部观测值的总和;

(6-1)测值的总平均数;可以分解为表示第i个处理观测值总体的平均数。为了看出各处理的影响大小,将 再进行分解,令

(6-1)

测值的总平均数;

可以分解为

= 、

= 、(xij- )= 的估计值。

(6-2)(6-3)

(6-2)

(6-4)则

(6-4)

其中μ表示全试验观测值总体的平均数, 是第i个处理的效应

(6-5)(treatmenteffects)表示处理i对试验结果产生的影响。显然有

(6-5)

εij是试验误差,相互独立,且服从正态分布N(0,σ2)。

(6-4)式叫做单因素试验的线性模型(linearmodel)亦称数学模型。在这个模

型中 表示为总平均数μ、处理效应αi、试验误差εij之和。由εij相互独立且服从正态分布N(0,σ2),可知各处理Ai(i

型中 表示为总平均数μ、处理效应αi、试验误差εij之和。由εij相互

等,σ2则必须是相等的。所以,单因素试验的数学模型可归纳为:效应的可加性(additivity)、分布的正态性(normality)、方差的同质性(homogeneity)。这也是进行其它类型方差分析的前提或基本假定。

若将表(6-1)中的观测值xij(i=1,2,…,k;j=1,2,…,n)的数据结构(模型)

(6-6)与(6-4)式比较可知, 、、

(6-6)

与(6-4)式比较可知, 、

分别是μ、(μi-μ)

(6-4)、(6-6)

(6-4)、(6-6)两式告诉我们:每个观测值都包含处理效应(μi-μ或

),

与误差(

),故kn个观测值的总变异可分解为处理间的变异和处理

二、平方和与自由度的剖分

我们知道,方差与标准差都可以用来度量样本的变异程度。因为方差在统计分析上有许多优点,而且不用开方,所以在方差分析中是用样本方差即均方

(meansquares)来度量资料的变异程度的。表6-1中全部观测值的总变异可以

其中用总均方来度量。将总变异分解为处理间变异和处理内变异,就是要将总均方分解为处理间均方和处理内均方。但这种分解是通过将总均方的分子──称为总离均差平方和,简称为总平方和,剖分成处理间平方和与处理内平方和两部分;将总均方的分母──称为总自由度,剖分成处理间自由度与处理内自由度两部分来实现的。

其中

(一)总平方和的剖分在表6-1中,反映全部观测值总变异的总平方和是各观测

值xij与总平均数 的离均差平方和,记为SST。即

因为

所以(6-7)(6-7)式中,为各处理平均数与总平均数的离均差平方和与重复数n的乘积,反映了重复n次的处理间变异,称为处理间平方和,记为

所以

(6-7)

(6-7)式中,

为各处理平均数

与总平均数

的离均差平方和与

(6-7)式中,为各处理内离均差平方和之和,反映了各处理内的变异即误差,称为处理内平方和或误差平方和,记为SSe,即

(6-7)式中,

为各处理内离均差平方和之和,反映了各处理内的变

于是有

SST=SSt+SSe(6-8)

(6-9)(6-7),(6-8)两式是单因素试验结果总平方和、处理间平方和、处理内平方和的关系式。这个关系式中三种平方和的简便计算公式如下:

(6-9)

其中,C=x2··/kn称为矫正数。

这一条件的约束,故总自由度等于资料中观测值的总个数减(二)总自由度的剖分在计算总平方和时,资料中的各个观测值要受

这一条件的约束,故总自由度等于资料中观测值的总个数减

在计算处理间平方和时,各处理均数 要受这一条件的约束,故处一,即kn-1。总自由度记为dfT,即dfT=kn-

在计算处理间平方和时,各处理均数 要受

这一条件的约束,故处

在计算处理内平方和时,要受k个条件的约束,即(i=1,2,…,k

在计算处理内平方和时,要受k

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